戴克明　王莉++許先普

摘要：運用LSTVAR方法，考量貨幣擴張、消費習慣偏好與產(chǎn)出非對稱效應，發(fā)現(xiàn)貨幣擴張的產(chǎn)出效應具有非對稱性，且貨幣擴張在“低增長區(qū)制”下的產(chǎn)出效應顯著大于在“高增長區(qū)制”下的產(chǎn)出效應。消費習慣偏好的程度差異是導致不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣政策非對稱效應的主要原因，且低消費習慣偏好下貨幣擴張的產(chǎn)出效果更好。鑒此，政府在主動降低經(jīng)濟增速要求的同時，應積極創(chuàng)新宏觀調(diào)控方式，改善居民消費環(huán)境，優(yōu)化居民消費結(jié)構(gòu)，以降低居民消費習慣偏好。

關(guān)鍵詞： 消費習慣偏好；貨幣擴張； 產(chǎn)出非對稱效應； LSTVAR模型； DSGE模型

中圖分類號：F822文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2015）02-0016-06

一、引言

貨幣政策在不同的經(jīng)濟環(huán)境中對產(chǎn)出和通貨膨脹的影響將顯著不同，即貨幣政策具有非對稱效應。經(jīng)驗分析表明，美國、西歐等國家的貨幣政策普遍存在非對稱效應[1]。早期文獻大多是從理論上分析緊縮性貨幣政策與擴張性貨幣政策的產(chǎn)出效應。自Sims（1980）提出向量自回歸（VAR）模型后，關(guān)于非對稱效應實證檢驗的研究成果開始大量出現(xiàn)[2]。Cover（1992）較早實證檢驗了二戰(zhàn)后美國貨幣政策是否具有非對稱性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，正向貨幣沖擊對產(chǎn)出沒有影響，而負向貨幣沖擊對產(chǎn)出有影響[3]。同時，部分學者還發(fā)現(xiàn)負向貨幣沖擊在經(jīng)濟高增長時期對產(chǎn)出的影響更加強烈[4]。

為準確描述貨幣政策的非線性和結(jié)構(gòu)性變化特征，近年來，一些非線性方法日益頻繁地被應用于貨幣政策效應的測度中。Assenmacher和Wesche（2006）運用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸（MS-VAR）模型來研究貨幣政策的非對稱效應，結(jié)果表明，經(jīng)濟繁榮時期貨幣政策主要關(guān)注通貨膨脹，經(jīng)濟衰退時期則更關(guān)注經(jīng)濟增長，且衰退期的影響比擴張期更為顯著[5]。Bruggemann and Riedel（2008）利用邏輯平滑轉(zhuǎn)移向量自回歸模型研究后也得出了相同的結(jié)論[6]。

目前，國內(nèi)學者也開始積極關(guān)注中國貨幣政策的非對稱性問題，從研究結(jié)論來看，大多數(shù)學者認為我國貨幣政策存在非對稱效應，且緊縮性貨幣政策比擴張性貨幣政策更有效[7]，這與國外學者的研究結(jié)論相一致。陳豐（2010）則認為擴張性貨幣政策對我國實體經(jīng)濟也有明顯的拉動作用[8]。

綜上所述，國內(nèi)外學者關(guān)于貨幣政策非對稱效應做了很多有價值的研究，然而，這些研究大多是從宏觀視角來檢驗貨幣政策非對稱效應的存在性，基本上沒有結(jié)合微觀經(jīng)濟主體的最優(yōu)化行為決策來進行理論闡釋。而動態(tài)隨機一般均衡（DSGE）模型不僅深刻描述了不同約束條件下微觀經(jīng)濟主體的最優(yōu)化行為決策，還從根本上保證了貨幣政策的宏觀分析與微觀決策行為分析的有機結(jié)合，這有利于揭示貨幣政策非對稱效應的形成機理。本文運用LSTVAR方法研究中國貨幣政策的產(chǎn)出效應具有非對稱性特征，并通過構(gòu)建貝葉斯估計的新凱恩斯DSGE模型，模擬分析“低增長區(qū)制”和“高增長區(qū)制”兩種不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣擴張的產(chǎn)出效應。

二、經(jīng)驗事實

為經(jīng)驗描述貨幣擴張對實際產(chǎn)出和通貨膨脹的影響，以下采用LSTVAR模型來識別貨幣政策沖擊并對其產(chǎn)出效應和價格效應進行分析。

（一） 變量定義及數(shù)據(jù)說明

搜集了中國2003年1月～2012年12月的月度數(shù)據(jù)。主要包括實際產(chǎn)出增長率yt、通貨膨脹率πt、貨幣供給增長率mt等變量。其中，用工業(yè)企業(yè)實際增加值月度同比增長率衡量實際產(chǎn)出增長率，用居民消費價格指數(shù)月度同比增長率衡量通貨膨脹率，M-2月度同比增長率衡量貨幣供給增長率。為消除季節(jié)因素和趨勢成分的影響，采用X-11方法和HP濾波法對各變量序列進行相應調(diào)整，從而得到實際產(chǎn)出、通貨膨脹率和貨幣供應量等變量的波動成分。以上數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

（二） 不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣擴張對實際產(chǎn)出和通貨膨脹的影響

為得到貨幣擴張在不同經(jīng)濟區(qū)制下對產(chǎn)出和通貨膨脹的影響，構(gòu)建如下LSTVAR模型：

Xt=A0+A1X-t-1+（B0+B1X-t-1）F（zt）+εt （1）

式（1）中，Xt為內(nèi)生變量向量，Xt=（yt，πt，mt）′，A0和B0為截距項向量，A1和B1是系數(shù)矩陣，εt為殘差向量，假定F（zt）為邏輯函數(shù)形式，即：

F（zt）=1+exp -γ（zt-c）/δz-1-12 （2）

財經(jīng)理論與實踐（雙月刊）2015年第2期2015年第2期（總第194期）戴克明，王莉等：貨幣擴張、消費習慣偏好與產(chǎn)出非對稱效應研究

式（2）中，F(xiàn)（zt）是一個介于0和1之間的有界函數(shù)，zt為刻畫經(jīng)濟狀態(tài)的轉(zhuǎn)移變量，經(jīng)檢驗，本文選用y-t-1作為模型的轉(zhuǎn)移變量，c為門限值，γ為平滑參數(shù)，且γ>0，δz為轉(zhuǎn)移變量zt的標準差。上述模型的參數(shù)估計如下：首先，運用T-O-O格點搜索法找出參數(shù)c和γ的最優(yōu)估計值，分別為0.1029和99.05；然后，將c和γ的最優(yōu)估計值代入式（2），并運用非線性最小二乘法對模型進行估計；最后，應用廣義脈沖響應函數(shù)，按c的估計值，將樣本分為“經(jīng)濟高速增長”區(qū)制（y-t-1>0.1029）和“經(jīng)濟低速增長”區(qū)制（y-t-1≤0.1029），分別計算兩種不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣擴張對產(chǎn)出和通貨膨脹的脈沖響應結(jié)果（如圖1所示）。

圖1不同經(jīng)濟區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對貨幣擴張的動態(tài)響應

圖1顯示了不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣擴張對產(chǎn)出和通貨膨脹的影響。對產(chǎn)出而言，雖然在不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣擴張均能提高產(chǎn)出水平，但低增長狀態(tài)下貨幣擴張對產(chǎn)出的拉動作用要強于高增長狀態(tài)下的拉動作用。對通貨膨脹而言，無論是處于高增長狀態(tài)，還是處于低增長狀態(tài)，貨幣擴張都將帶動物價水平的上升。

三、理論模型

盡管上述經(jīng)驗事實說明了在不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣擴張的產(chǎn)出效應具有非對稱性，但并未說明非對稱效應的形成機理。本文構(gòu)建一個新凱恩斯DSGE模型，通過模型模擬來說明貨幣政策非對稱效應的成因。

（一） 居民

假設(shè)經(jīng)濟中的居民是眾多的、同質(zhì)的和存活無限期的，每個居民j（j∈[0，1]）都是通過選擇消費Cjt、勞動供給序列Njt和實際貨幣余額Mjt/Pt來實現(xiàn)自身期望效用最大化：

Max U=E0∑

SymboleB@ t=0βt

（Cjt-bC-t-1）1-σ1-σ-（Njt）1+η1+η+（Mjt/Pt）1-γ1-γ （3）

式（3）中，β表示跨期貼現(xiàn)率，參數(shù)b衡量居民的消費習慣偏好程度，C-t-1表示全體居民在t-1期的消費總量，Pt則表示全社會總體價格水平。σ表示消費的跨期替代彈性，η和γ分別表示勞動供給彈性與實際貨幣余額替代彈性，且0<β<1，σ>0，η>0，γ>0。

同時，居民的預算約束條件如下：

Cjt+Ijt+BjtPt+MjtPt=

R-t-1Bj-t-1Pt+Mj-t-1Pt+wjtNjt+rKtKjt+Tjt （4）

式（4）中，Ijt表示居民j的投資，Bjt和Bj-t-1分別表示居民j在t期和t-1期持有的無風險債券，并假定債券的無風險名義利率為R-t-1。Kjt表示居民j持有的資本存量，且資本積累的動態(tài)方程為：Kt=（1-δ）K-t-1+It，wjt和rKt分別表示工資和資本回報率，Tjt表示居民j從政府獲得的轉(zhuǎn)移支付。

（二） 廠商

將廠商分為最終產(chǎn)品生產(chǎn)者和中間產(chǎn)品生產(chǎn)者，最終產(chǎn)品生產(chǎn)者使用中間產(chǎn)品進行生產(chǎn)。同時，假定最終產(chǎn)品生產(chǎn)者是完全競爭的，而中間產(chǎn)品生產(chǎn)者是壟斷競爭的，中間產(chǎn)品的價格按Calvo交錯調(diào)整定價方式確定。

最終產(chǎn)品生產(chǎn)者價格水平：

yit=pitpt-λfyt ， i∈[0，1] （5）

式（5）中，pt=∫1-t=0pi1-λftdi11-λf。

其中，λf表示不同中間產(chǎn)品之間的替代彈性，0<λf<

SymboleB@ 。pt和pit分別表示t期最終產(chǎn)品和中間產(chǎn)品的價格。

中間產(chǎn)品生產(chǎn)者價格水平：

P-1/λft=θp（P-t-1（P-t-1P-t-2）-1/λf+（1-θp）-1/λft（6）

其中，Pt為t期中間產(chǎn)品價格，θp為不調(diào)整產(chǎn)品價格的生產(chǎn)者所占比例，1-θp為調(diào)整產(chǎn)品價格的生產(chǎn)者所占比例，λf表示不同中間產(chǎn)品之間的替代彈性，p～t為最優(yōu)價格。

勞動供給工資水平：

W-1/λwt=θwW-t-1（P-t-1P-t-2）γw-1/λw+（1-θw）-1/λwt（7）

其中，Wit為t期居民i的工資水平，Pt為t期中間產(chǎn)品價格水平，θw為居民i不對名義工資進行調(diào)整的概率，λw代表差異性勞動之間的替代彈性，為新的最優(yōu)名義工資水平。

（三） 中央銀行

假定中央銀行采用數(shù)量型貨幣規(guī)則，即中央銀行通過控制名義貨幣供應量M2的增長水平來實現(xiàn)物價穩(wěn)定和經(jīng)濟增長的雙重目標，其具體形式如下：

t=τ1-t-1-τ2Etπ-t+1-τ3t+vt （8）

式（8）中，t和-t-1分別表示t期和t-1期貨幣供應量增長率水平對均衡水平的偏離，t為t期產(chǎn)出對均衡產(chǎn)出的偏離，即產(chǎn)出缺口。參數(shù)τi（i=1，2，3）分別為貨幣供應量平滑參數(shù)、通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的系數(shù)。πt為用消費者價格指數(shù)（CPI）衡量的通貨膨脹率，即πt=log （Pt/P-t-1）。vt表示貨幣沖擊。

（四） 經(jīng)濟系統(tǒng)的均衡

均衡狀態(tài)下，最終產(chǎn)品市場出清，即總產(chǎn)出等于消費、投資和政府支出之和：

Yt=Ct+It+Gt（9）

根據(jù)式（3）～（9），我們可以得到基于新凱恩斯主義分析框架的一般均衡經(jīng)濟系統(tǒng)。首先，利用狀態(tài)-空間模型求解該非線性經(jīng)濟系統(tǒng)的穩(wěn)態(tài)值，然后圍繞穩(wěn)態(tài)值對模型進行對數(shù)線性化處理，從而得到一個包含7個動態(tài)方程的線性系統(tǒng)；其次，求解該線性系統(tǒng)，得到穩(wěn)態(tài)條件下各變量的波動。

四、模型估計與結(jié)果分析

（一） 參數(shù)的校準與貝葉斯估計

采用我國2003～2012年宏觀月度數(shù)據(jù)對上述模型進行估計，數(shù)據(jù)直接取自經(jīng)驗事實分析所用數(shù)據(jù)。其中，用除趨后的實際產(chǎn)出增長率t衡量產(chǎn)出波動，用除趨后的居民消費價格指數(shù)增長率t衡量物價波動，用除趨后的M2增長率t衡量貨幣波動。同時，為考察貨幣擴張在不同經(jīng)濟區(qū)制下產(chǎn)出效應是否表現(xiàn)出非對稱性，按照特征事實中的劃分，我們設(shè)定了“經(jīng)濟高速增長”和“經(jīng)濟低速增長”兩個模擬樣本。

關(guān)于模型參數(shù)的確定，采用劉斌（2008）[9]的賦值原則，即模型中的靜態(tài)參數(shù)一般用校準的方法加以確定，其余動態(tài)參數(shù)則采用貝葉斯方法來估計。模型中需要校準的參數(shù)包括：資本收入份額α，資本折舊率δ，跨期貼現(xiàn)率β，以及投資產(chǎn)出比和消費產(chǎn)出比。校準參數(shù)主要采用先前文獻估計和普遍采用的校準值。選取時間偏好率β=0.9926，即穩(wěn)態(tài)下年利率為3%；設(shè)定δ=0.025，即資本的年折舊率為1%；根據(jù)李雪松等（2011）[10]的估計，設(shè)定α=0.651，將投資產(chǎn)出比和消費產(chǎn)出比分別賦值0.43和0.42。模型中其它參數(shù)采用貝葉斯方法進行估計。表1顯示了模型中結(jié)構(gòu)性參數(shù)的先驗分布和后驗分布的均值，以及95%的置信區(qū)間。

（二） 脈沖響應分析

結(jié)合校準和估計的參數(shù)值，對“經(jīng)濟低速增長”區(qū)制和“經(jīng)濟高速增長”區(qū)制下的新凱恩斯DSGE模型分別進行求解，最終得到不同經(jīng)濟區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對各種外生沖擊的動態(tài)響應結(jié)果（如圖2～圖4所示）。

圖2不同經(jīng)濟區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對貨幣擴張沖擊的脈沖響應

圖2顯示了在不同經(jīng)濟區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對貨幣擴張沖擊的動態(tài)響應。從脈沖響應結(jié)果來看：如果貨幣供應量提高1%，產(chǎn)出和通貨膨脹在短期內(nèi)均呈正向響應，經(jīng)歷一段時間后，二者將緩慢下降并最終回歸至穩(wěn)態(tài)水平。其中，低增長狀態(tài)下，產(chǎn)出和通貨膨脹的響應將分別在第4期和第3期達到峰值，分別為1.025%和1.175%；高增長狀態(tài)下，產(chǎn)出和通貨膨脹的響應峰值則分別為0.769%和1.022%。

圖3顯示了在不同經(jīng)濟區(qū)制下政府支出沖擊對產(chǎn)出和通貨膨脹的影響。結(jié)果顯示：當政府支出提高1%，產(chǎn)出和通貨膨脹在初期均呈正向響應，之后變成負向響應，最終產(chǎn)出和通貨膨脹將回歸到穩(wěn)態(tài)水平。其中，對產(chǎn)出而言，高增長狀態(tài)下的響應峰值為0.079%，而低增長狀態(tài)下的響應峰值為0.086%；對通貨膨脹而言，高增長狀態(tài)下的響應峰值為-0.008%，而低增長狀態(tài)下的響應峰值為-0.009%。

圖4顯示了在不同經(jīng)濟區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對技術(shù)沖擊的動態(tài)響應。脈沖結(jié)果表明：經(jīng)濟無論是處于低速增長區(qū)制，還是處于高速增長區(qū)制，正的技術(shù)沖擊均能有效提高社會總產(chǎn)出水平，同時還能抑制物價水平的上升。其中，低增長狀態(tài)下產(chǎn)出和通貨膨脹的響應峰值分別為1.359%和-0.754%，高增長狀態(tài)下產(chǎn)出和通貨膨脹的響應峰值分別為1.195%和-0.573%。

圖3不同經(jīng)濟區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對政府支出沖擊的脈沖響應

圖4不同經(jīng)濟區(qū)制下產(chǎn)出和通貨膨脹對技術(shù)沖擊的脈沖響應

（三） 穩(wěn)健性檢驗

為探析貨幣政策產(chǎn)出非對稱效應的可能原因，對模型中的結(jié)構(gòu)性參數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗（如圖5所示）。

圖5不同消費習慣偏好下產(chǎn)出和通貨膨脹對貨幣擴張沖擊的脈沖響應

圖5顯示了不同消費習慣偏好下產(chǎn)出和通貨膨脹對貨幣擴張沖擊的動態(tài)響應。結(jié)果表明，消費習慣偏好程度不同，貨幣擴張的產(chǎn)出效應也顯著不同，并且，消費習慣偏好參數(shù)b越小，貨幣擴張的產(chǎn)出效應越高。結(jié)合表1中的參數(shù)估計結(jié)果，即低增長模型經(jīng)濟中的消費習慣偏好參數(shù)小于高增長模型經(jīng)濟中的消費習慣偏好參數(shù)，因此，可以得出消費習慣偏好的程度差異是導致不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣政策產(chǎn)出非對稱效應的主要原因。五、結(jié)論與政策建議

本文基于中國2003～2012年宏觀經(jīng)濟月度數(shù)據(jù)，并運用LSTVAR模型，從非線性視角經(jīng)驗分析了在“經(jīng)濟低速增長”和“經(jīng)濟高速增長”兩種不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣擴張對產(chǎn)出和通貨膨脹的影響。研究表明，經(jīng)濟處于低速增長時期貨幣擴張的產(chǎn)出效應和價格效應均較大，而經(jīng)濟高速增長時期貨幣擴張的產(chǎn)出效應和價格效應相對較小。通過構(gòu)建新凱恩斯主義DSGE模型，采用貝葉斯估計與數(shù)值模擬技術(shù)，模擬分析了上述兩種不同經(jīng)濟區(qū)制下貨幣擴張對產(chǎn)出和通貨膨脹的影響，結(jié)果證實了貨幣擴張的產(chǎn)出效應和價格效應均表現(xiàn)出狀態(tài)依賴性，且貨幣擴張在經(jīng)濟低速增長時期對產(chǎn)出和通貨膨脹的作用效果顯著大于在經(jīng)濟高速增長時期的作用效果，從而較好地解釋了經(jīng)驗事實。同時，模型的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，消費習慣偏好的程度差異是導致貨幣政策非對稱效應的主要原因，且低消費習慣偏好下貨幣擴張的產(chǎn)出效果更好。

因此，從貨幣當局政策操作角度來看，要理順貨幣政策的傳導機制，充分發(fā)揮數(shù)量型貨幣政策“穩(wěn)增長”的調(diào)控效果，一方面，政府應轉(zhuǎn)變追求經(jīng)濟高速增長的傳統(tǒng)觀念，主動放緩經(jīng)濟增長速度，通過積極創(chuàng)新宏觀調(diào)控方式，如實施針對支持中小微企業(yè)發(fā)展的貨幣政策定向調(diào)控等，堅定不移地推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級，從而保持經(jīng)濟在合理的區(qū)間運行；另一方面，通過貨幣、信貸政策的引導，鼓勵企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品提質(zhì)升級，從而為新興消費熱點的培育創(chuàng)造良好的外部金融環(huán)境，同時，努力改善居民消費的信貸約束環(huán)境，優(yōu)化居民消費結(jié)構(gòu)，降低居民消費習慣偏好。

參考文獻：

[1]Candelon B. Nonlinear monetary policy in Europe： fact or myth[J]. Economics Letters， 2005， （86）： 399-403.

[2]Sims. Macroeconomics and reality[J]. Econometrica， 1980， 48（1）： 1-48.

[3]Cover. Asymmetric effects of positive and negative money supply shocks[J]. Quarterly Journal of Economics， 1992， （107）： 1261-1282.

[4]Garcia， Schaller. Are the effects of monetary policy asymmetric[J]. Economic Inquiry， 2002， 40（1）： 102-119.

[5]Assenmacher， Wesche. Estimating central banks preferences from a time-varying empirical reaction function[J]. European Economic Review， 2006， 50（8）： 1951-1974.

[6]Bruggemann R， Riedel J. Nonlinear interest rate reaction functions for the UK[R]. 2008 Working Paper， www.un-igraz.at/ socialpolitik/papers/Brueggemann. pdf.

[7]歐陽志剛， 王世杰. 我國貨幣政策對通貨膨脹與產(chǎn)出的非對稱反應[J]. 經(jīng)濟研究， 2009， （9）： 27-37.

[8]陳豐. 金融危機下中國貨幣政策是否陷入流動性陷阱[J]. 經(jīng)濟學動態(tài)， 2010， （5）： 58-64.

[9]劉斌. 我國DSGE模型的開發(fā)及在貨幣政策分析中的應用[J] 金融研究， 2008， （10）： 1-21.

[10]李雪松， 王秀麗. 工資粘性、經(jīng)濟波動與貨幣政策模擬： 基于DSGE模型的分析[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究， 2011， （11）： 22-33.

（責任編輯：鐘 瑤）